Η ΠΑΡΑΟΙΚΟΝΟΜΙΑ ΣΤΗΝ ΚΥΠΡΟ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ

Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 0 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (007), σελ 7-79 Η ΠΑΡΑΟΙΚΟΝΟΜΙΑ ΣΤΗΝ ΚΥΠΡΟ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ Χάιδω Δριτσάκη Τμήμα Διοίκησης Τεχνολογίας Πανεπιστήμιο Μακεδονίας drisaki@uom.gr ΠΕΡΙΛΗΨΗ Στην εργασία αυτή γίνεται μια προσπάθεια μέτρησης της παραοικονομίας στην Κύπρο, χρησιμοποιώντας τη μέθοδο της ζήτησης του χρήματος (νομισματική μέθοδος), ακολουθώντας το υπόδειγμα του Braacharyya (990). Για το «επιθυμητό» κατά κεφαλή ιδιωτικό εισόδημα χρησιμοποιήθηκε το φίλτρο των Hodrick and resco (980), ένα μαθηματικό εργαλείο που χρησιμοποιείται στη μακροοικονομική θεωρία και ιδιαίτερα στη θεωρία των οικονομικών κύκλων, για να βρούμε εικονικά δεδομένα, χρησιμοποιώντας τη μεταβλητικότητα και τη συσχέτιση δύο μεταβλητών. Τα αποτελέσματα της έρευνας έδειξαν ότι το μέγεθος της παραοικονομίας στην Κύπρο αυξήθηκε κατά 88.73% την περίοδο 960-005.. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Ως παραοικονομία θεωρείται το τμήμα εκείνο της παραγωγικής δραστηριότητας, το οποίο αν και θα έπρεπε να περιλαμβάνεται στο εθνικό προϊόν από τη στιγμή που δημιουργεί προστιθεμένη αξία, ωστόσο λόγω διαφόρων λόγων δεν είναι δυνατό να τύχει καταγραφής από τις αρμόδιες υπηρεσίες μέτρησης (Παυλόπουλος 987). Η παραοικονομία χαρακτηρίζεται από πλήθος εννοιολογικών προσδιορισμών, όπως μαύρη οικονομία, παράλληλη, υπόγεια, ανεπίσημη, σκιώδης, άτυπη, κρυφή, μη καταγραφόμενη, μη παρατηρήσιμη, οικονομία του λυκόφωτος. Όλοι αυτοί οι όροι προσδιορίζουν την οικονομική εκείνη δραστηριότητα η οποία δεν καταγράφεται από οικονομικούς και δημοσιονομικούς δείκτες. Τα αίτια για την ύπαρξη, το μέγεθος και την ανάπτυξη της παραοικονομίας είναι πολλά και ποικίλα και διαφέρουν από χώρα σε χώρα. Ωστόσο, πολλοί ερευνητές, από το 980 και έπειτα, άρχισαν να δείχνουν έντονο ενδιαφέρον για τη μελέτη του φαινομένου της παραοικονομίας χρησιμοποιώντας διάφορες μεθοδολογίες και εκτιμήσεις, που αναπτύχθηκαν με τον καιρό. Η παραοικονομία δεν πρέπει να συγχέεται με τη φοροδιαφυγή, διότι η παραοικονομία σχετίζεται αποκλειστικά και μόνο με την τρέχουσα οικονομική δραστηριότητα, ενώ η φοροδιαφυγή αναφέρεται τόσο στην τρέχουσα όσο και στη μη τρέχουσα οικονομική δραστηριότητα (Tanzi 98). Ο βασικός παράγοντας της παραοικονομίας είναι κατά κύριο λόγο ο βαθμός της οικονομικής ανάπτυξης μιας χώρας. Όταν το κατά κεφαλή εισόδημα των πολιτών - 7 -

μιας χώρας είναι χαμηλό, τότε τμήμα αυτών οδηγείται στην παραοικονομία για την αύξηση του εισοδήματος. Ένας, εξίσου βασικός παράγοντας της παραοικονομίας, είναι οι υψηλοί φορολογικοί συντελεστές, οι οποίοι οδηγούν τις παραγωγικές μονάδες στην απόκρυψη σημαντικού τμήματος της οικονομικής τους δραστηριότητας. Τέλος, το μέγεθος της ανεργίας είναι ένας ακόμη σημαντικός παράγοντας για την αύξηση της παραοικονομίας, διότι οδηγεί επιχειρήσεις στην ανεύρεση ανειδίκευτης εργασίας στη μη επίσημη αγορά εργασίας. Στη δεκαετία του 50, οι εργασίες των Kaldor (956) και Cagan (958) υπήρξαν αφορμή ώστε το πρόβλημα της παραοικονομίας να προκαλέσει το ενδιαφέρον πολλών ερευνητών και οικονομολόγων. Ακολουθούν οι εργασίες των Gumann (977) και Feige (979), οι οποίες αποτελούν το έναυσμα για την διαμόρφωση μεθόδων εκτίμησης της παραοικονομίας (αλλά και της φοροδιαφυγής). Ωστόσο, οι προσπάθειες για να εκτιμήσουμε το μέγεθος της παραοικονομίας είναι ένα αμφιλεγόμενο ζήτημα. Πολλοί συγγραφείς παραθέτουν τις διαφορετικές εκτιμήσεις που προκύπτουν από τις δραστηριότητες της παραοικονομίας, χρησιμοποιώντας ο καθένας εναλλακτικές μεθόδους (Dixon, 999, Tanzi, 999, Thomas, 999). Οι περισσότερες εργασίες στη βιβλιογραφία, σχετικά με το μέγεθος της παραοικονομίας, βασίζονται σε μακροοικονομικές σχέσεις. Έτσι, έχουμε τη μέθοδο της ζήτησης χρήματος, στην οποία πρωτοπόρησε ο Cagan (958), όπου υπολόγισε τη συσχέτιση ανάμεσα στη ζήτηση χρήματος και την επιβολή φόρων για την οικονομία των ΗΠΑ. Ακολούθως, ο Tanzi (980,983) εξέτασε εμπειρικά τη συνάρτηση ζήτησης χρήματος για να εκτιμήσει το μέγεθος της παραοικονομίας για την οικονομία των ΗΠΑ. Η εξίσωση παλινδρόμησης περιείχε το σταθμικό μέσο φορολογικό ποσοστό, τους μισθούς και τα ημερομίσθια, το επιτόκιο των καταθέσεων και το κατά κεφαλήν εισόδημα. Το συμπέρασμα της εργασίας αυτής ήταν ότι μια αύξηση στην παραοικονομία θα προκαλέσει και την αύξηση στη ζήτηση χρήματος. Ο Bhaacharyya (990) ανέπτυξε την ίδια μέθοδο χρησιμοποιώντας στοιχεία του Ην. Βασιλείου. Στην εργασία του περιγράφει πώς η ύπαρξη της παραοικονομίας παραποιεί τα εμπειρικά αποτελέσματα της βιβλιογραφίας στη σύγκλιση των ποσοστών ανάπτυξης. Η δεύτερη μέθοδος είναι η μέθοδος των συναλλαγών. Η μέθοδος αυτή αναπτύχθηκε από τον Feige (979) και βασίζεται στην εξίσωση συναλλαγών του Fisher. Ο Feige υπέθεσε ότι οι συναλλαγές, που εκτελούνται στην παραοικονομία, περιλαμβάνονται στο σύνολο των συναλλαγών, αλλά δεν εμφανίζονται στους Εθνικούς λογαριασμούς. Η παρούσα εργασία εξετάζει το μέγεθος της παραοικονομίας της Κύπρου. Αν και υπάρχει πλήθος εργασιών, που έχουν ασχοληθεί με το θέμα της παραοικονομίας για διάφορες χώρες της Ευρώπης και τις ΗΠΑ, ελάχιστες είναι αυτές που εστίασαν το ενδιαφέρον τους σε οικονομίες όπως αυτή της Κύπρου (Georgiou and Syrichas, 99, Georgiou, 006, Fehi e al 006). Η Κύπρος, λόγω της γεωγραφικής της τοποθεσίας και της συμμετοχής της στην Ευρωπαϊκή Ένωση, έχει τη δυνατότητα να προσφέρει ευκαιρίες και στην ίδια τη χώρα αλλά και στην περιφέρεια γενικότερα. Σημειώνοντας $0,300 κατά κεφαλήν ΑΕΠ και 3,% ποσοστό ανεργίας το έτος 00, η Κύπρος κατάφερε να φθάσει τα επίπεδα της Ε.Ε. Ταυτόχρονα, τα ολοένα και χαμηλότερα επιτόκια μαζί με τις - 7 -

αυξημένες ξένες και άλλες κεφαλαιουχικές επενδύσεις, που παρουσιάζονται στη χώρα, βοηθούν ώστε η Κύπρος να γίνει μέλος της ΟΝΕ τον Ιανουάριο του 008. Βέβαια, δεν πρέπει να παραλείψουμε ότι φιλοξενούνται και αρκετά offshore χρηματοοικονομικά κέντρα και άλλες δραστηριότητες, που χαρακτηρίζουν την Κύπρο «φορολογικό παράδεισο», δημιουργώντας μ αυτόν τον τρόπο ευνοϊκές συνθήκες για την άνθηση της παραοικονομίας στη χώρα. Στην εργασία αυτή προσπαθούμε να εκτιμήσουμε το μέγεθος της παραοικονομίας της Κύπρου χρησιμοποιώντας ετήσια στοιχεία από το 960 005. Η εργασία είναι οργανωμένη ως ακολούθως: στο δεύτερο τμήμα παρουσιάζονται τα δεδομένα και η εξειδίκευση του υποδείγματος, ενώ στο τρίτο τμήμα παραθέτονται τα εμπειρικά αποτελέσματα. Τέλος, παρέχονται τα συμπεράσματα της εργασίας.. ΔΕΔΟΜΕΝΑ ΚΑΙ ΕΞΕΙΔΙΚΕΥΣΗ ΤΟΥ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΟΣ Για την εκτίμηση του μεγέθους της παραοικονομίας της Κύπρου ακολουθούμε το υπόδειγμα του Braacharyya (990), που στηρίζεται στο υπόδειγμα της ζήτησης χρήματος, σύμφωνα με την παρακάτω συνάρτηση: M β β β3 β = β Y H i ( r i ) () όπου: M είναι η ποσότητα χρήματος. είναι ο δείκτης τιμών του καταναλωτή. M είναι η ζήτηση των διαθεσίμων ρευστών. Y είναι το πραγματικό εισόδημα σε σταθερές τιμές. H είναι το εισόδημα της παραοικονομίας σε σταθερές τιμές. i είναι το επίπεδο του πληθωρισμού. r είναι το επιτόκιο των καταθέσεων. β, β β είναι παράμετροι προς εκτίμηση., β, β3, Επειδή το εισόδημα της παραοικονομίας είναι μια μη παρατηρήσιμη μεταβλητή, μπορεί να υπολογιστεί από την παρακάτω ημιλογαριθμική συνάρτηση: H = α Y + α Z + α3 T + α UN () όπου: είναι η διαφορά (απόκλιση) μεταξύ του πραγματικού και του Z αναμενόμενου εισοδήματος. T είναι το ποσοστό των φόρων στο πραγματικό εισόδημα. - 73 - H

UN είναι το ποσοστό της ανεργίας. α, α, α α είναι παράμετροι προς εκτίμηση. 3, Η μεταβλητή Z Y = Y όπου: * Y Z ορίζεται ως εξής: είναι το κατά κεφαλή διαθέσιμο εισόδημα. * Y είναι το «επιθυμητό» κατά κεφαλή διαθέσιμο εισόδημα. y Επειδή το «επιθυμητό» κατά κεφαλή ιδιωτικό εισόδημα δεν είναι «παρατηρήσιμο» και επομένως δεν μπορεί να χρησιμοποιηθεί στις εκτιμήσεις, χρησιμοποιούμε το φίλτρο των Hodrick και resco (980), που επιτρέπει να βρούμε εικονικά δεδομένα, χρησιμοποιώντας τη μεταβλητικότητα και τη συσχέτιση δύο μεταβλητών. Το φίλτρο των Hodrick και resco είναι ένα μαθηματικό εργαλείο που χρησιμοποιείται στη μακροοικονομική θεωρία και ιδιαίτερα στη θεωρία των οικονομικών κύκλων. Εφαρμόζεται για να πάρουμε μια ομαλή μη γραμμική χρονική σειρά, που είναι περισσότερο ευαίσθητη σε μακροχρόνιες παρά σε βραχυχρόνιες διακυμάνσεις. Η προσαρμογή της ευαισθησίας της τάσης σε βραχυχρόνιες διακυμάνσεις επιτυγχάνεται με το να αλλάξουμε τον πολλαπλασιαστή λ. Η ερμηνεία για την μορφή του φίλτρου των Hodrick και resco είναι η παρακάτω: Έστω είναι μια χρονική σειρά για =,, T, η οποία ορίζει τους λογαρίθμους της χρονικής αυτής σειράς. Ακόμη, ότι για μια επιλεγμένη θετική τιμή του λ, υπάρχει μια τάση, η οποία ορίζεται ως Τ, που ελαχιστοποιεί την παρακάτω μορφή: min T ( y ) [ ( ) τ + λ τ + τ ( τ τ )] = T = Ο πρώτος όρος της παραπάνω μορφής (εξίσωσης) είναι το άθροισμα των τετραγώνων των αποκλίσεων d = τ. Ο δεύτερος όρος είναι ένας y πολλαπλασια-στής λ του αθροίσματος των τετραγώνων των δεύτερων διαφορών της τάσης. Αυτός ο δεύτερος όρος «τιμωρεί» (penalizes) την μεταβλητικότητα του ρυθμού ανάπτυξης της τάσης. Όσο μεγαλύτερη είναι η τιμή του λ, τόσο υψηλότερη είναι η «τιμωρία» (penaly). Οι Hodrick and resco επισημαίνουν ότι για ετήσια στοιχεία η τιμή του λ = 00, για τριμηνιαία η τιμή είναι λ = 600 και για μηνιαία είναι λ = 00. Λογαριθμώντας τη συνάρτηση () έχω: M = + ( Y ) + ( H ) + ( i ) + ( r i ) β 0 β β β3 β (3) β β όπου: ( ) 0 = - 7 -

Αντικαθιστώντας τη συνάρτηση () στην (3) και τη μεταβλητή M = β 0 + β ( i ) + β ( r i ) ( Y ) + β α ( Y ) + α + α ( T ) * Y Y 3 Z έχω: + α UN + β 3 () Με την υπόθεση ότι η εισοδηματική ελαστικότητα για την παραοικονομία είναι ίδια με αυτή της επίσημης οικονομίας (με τον ευρύ ορισμό του χρήματος), δηλαδή β = β, η συνάρτηση () μπορεί να γραφεί ως εξής: M = + + β 0 β( α) + β α UN + β 3 ( Y ) + β α + β α ( T ) ( i ) + β ( r i ) * Y Y Εκτιμώντας τη συνάρτηση (5) βρίσκουμε τους συντελεστές α i και αντικαθιστώντας αυτούς στη συνάρτηση () υπολογίζω το εισόδημα της παραοικονομίας. 3. ΕΜΠΕΙΡΙΚΑ ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΑ Στον πίνακα παρουσιάζονται τα αποτελέσματα από την εκτίμηση της συνάρτησης (5). Η συνάρτηση αυτή εκτιμήθηκε με την προσθήκη της ψευδομεταβλητής D επειδή αυτή εκφράζει την ανοδική τάση της ζήτησης των διαθεσίμων ρευστών, αλλά και γιατί, χωρίς την προσθήκη της ψευδομεταβλητής αυτής, δεν είχαμε τα αναμενόμενα πρόσημα στους συντελεστές της παλινδρόμησης σύμφωνα με την οικονομική θεωρία. Επίσης, εφαρμόζουμε ένα αριθμό διαγνωστικών ελέγχων στα κατάλοιπα του υποδείγματος. Oι διαγνωστικοί έλεγχοι των καταλοίπων περιλαμβάνουν τους ελέγχους LM των Breusch-Godfrey για την πιθανή παρουσία αυτοσυσχέτισης πρώτης τάξης, τον έλεγχο Bera-Jarque για την κανονικότητα, τον έλεγχο Ramsey RESET για λαθεμένη εξειδίκευση του υποδείγματος σχετικά με τη συναρτησιακή του μορφή και τον έλεγχο Whie για την ετεροσκεδαστικότητα. Από τα αποτελέσματα των πινάκων παρατηρούμε ότι υπάρχει πρόβλημα αυτοσυσχέτισης πρώτης τάξης. Επειδή έχουμε πρώτου βαθμού αυτοσυσχέτιση εκτιμάμε ξανά το υπόδειγμα χρησιμοποιώντας τη διαδικασία των Cochrane Orcu (μέθοδος των επαναλήψεων) και βρίσκουμε ότι τα νέα αποτελέσματα δεν διαφέρουν από τα αρχικά. Άρα, η αυτοσυσχέτιση πρώτης τάξης δεν αποτελεί σημαντικό πρόβλημα για τη συνάρτηση (5) και επομένως μπορούμε να προχωρήσουμε στις υπόλοιπες εκτιμήσεις των συναρτήσεων. Για την εκτίμηση του συντελεστή β της συνάρτησης (5) χρησιμοποιήθηκε η μέθοδος της μεγίστης πιθανοφάνειας (Exac Maximum Likelihood), θέτοντας προκαθορισμένες τιμές για το συντελεστή β και επιλέγοντας την καλύτερη εφαρμογή. Η τιμή αυτή βρέθηκε ότι είναι β = 0.93. Επομένως, οι συντελεστές της συνάρτησης (5) για β = 0.93 είναι, α = -.5, α =.7, α 3 = 0.896 και α =.. - 75-3 (5)

Αντικαθιστώντας τις τιμές αυτές στη συνάρτηση () και αντιλογαριθμώντας τα αποτελέσματα βρίσκουμε τις τιμές του εισοδήματος της παραοικονομίας. Πίνακας. Εκτίμηση της συνάρτησης (5) Dependen Variable: L(M/) Mehod: Leas Squares Sample: 960 005 Included observaions: 6 Variable Coefficien Sd. Error -Saisic rob. C 8.69579 0.50359 6.095 0.0000 L(Y) -0.5 0.33668-7.08505 0.0000 L(Y*/Y).937 0.60-9.3373 0.0000 L(T) 0.8808 0.85773 3.3678 0.005 UN.06 0.0353.9338 0.0605 L(i) -0.0593 0.0089 -.0 0.38 L(r-i) 0.00563 0.009008 0.6533 0.535 D 0.0033 0.065.395 0.0000 R-squared 0.953673 Mean dependen var 3.9070 Adjused R-squared 0.9539 S.D. dependen var 0.7568 S.E. of regression 0.065 Akaike info crierion -.8907 Sum squared resid 0.57850 Schwarz crierion -.70 Log likelihood 65.808 F-saisic.799 Durbin-Wason sa 0.66330 rob(f-saisic) 0.000000 Πίνακας. Έλεγχος αυτοσυσχέτισης των καταλοίπων Breusch-Godfrey Serial Correlaion LM Tes: F-saisic 37.393 robabiliy 0.000000 Obs*R-squared 3.357 robabiliy 0.00000 Πίνακας 3. Έλεγχος της κανονικότητας των καταλοίπων 0 8 6 0-0. 0.0 0. Series: Residuals Sample 960 005 Observaions 6 Mean -8.9E-5 Median -0.00390 Maximum 0.09730 Minimum -0.3606 Sd. Dev. 0.0597 Skewness -0.357 Kurosis.56607 Jarque-Bera.79 robabiliy 0.55590-76 -

Πίνακας. Έλεγχος της εξειδίκευσης του υποδείγματος Ramsey RESET Tes: F-saisic 0.337 robabiliy 0.579086 Log likelihood raio 0.387765 robabiliy 0.53376 Πίνακας 5. Έλεγχος της ετεροσκεδαστικότητας των καταλοίπων Whie Heeroskedasiciy Tes: F-saisic.33655 robabiliy 0.03 Obs*R-squared 3.6793 robabiliy 0.05099 Στον πίνακα 6 παρουσιάζονται τα ποσοστά της παραοικονομίας, όπως αυτά προέκυψαν από την συνάρτηση () Πίνακας 6. Ποσοστιαία μεταβολή της παραοικονομίας ΕΤΟΣ Η/Υ (%) ΕΤΟΣ Η/Υ (%) ΕΤΟΣ Η/Υ (%) 960 7. 976 0. 99 3. 96 6. 977 0. 993.9 96 6. 978 0.9 99 3.0 963 6.5 979. 995 3. 96 7.0 980 0.9 996 3.3 965 7. 98.3 997 3. 966 7. 98.5 998 3. 967 7.0 983.7 999 3. 968 7. 98. 000. 969 7.3 985. 00 3.7 970 7.7 986.7 00 3.5 97 8. 987.9 003 3.3 97 9.3 988.0 00 3. 973 9.5 989.5 005 3. 97 9. 990 3.0 975 9. 99 3. Μέση Τιμή = 0.739%, Ελάχιστη Τιμή = 6.%, Μέγιστη Τιμή =.%, Τυπική Απόκλιση =.58. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Από τις εκτιμήσεις των συναρτήσεων () και (5) παρατηρούμε τα εξής: Η αύξηση του κατά κεφαλή εισοδήματος επιφέρει μείωση της παραοικονομίας. Δηλαδή, αύξηση του κατά κεφαλή εισοδήματος κατά 0% μειώνει την παραοικονομία κατά.5%. Μείωση της διαφοράς (απόκλισης) του πραγματικού εισοδήματος από το «επιθυμητό» θα επιφέρει μείωση στο μέγεθος της παραοικονομίας. Συγκεκριμένα μια μείωση της απόκλισης του πραγματικού εισοδήματος από το - 77 -

«επιθυμητό» κατά 0% θα επιφέρει μείωση στο μέγεθος της παραοικονομίας κατά.7%. Η αύξηση της μέσης φορολογίας, οδηγεί στην αύξηση της παραοικονομίας στην Κύπρο. Συγκεκριμένα, μια αύξηση της φορολογίας κατά 0% αυξάνει το μέγεθος της παραοικονομίας κατά 8.96%. Επίσης, παρατηρούμε ότι μια αύξηση του ποσοστού της ανεργίας κατά 0% θα επιφέρει αύξηση στην παραοικονομία της Κύπρου κατά.% Τέλος, από τα αποτελέσματα του πίνακα 6 παρατηρούμε ότι η μέση τιμή της παραοικονομίας για την περίοδο που εξετάζουμε είναι 0.7%. Η μέγιστη τιμή της είναι στο έτος 000 (.%) και η μικρότερη στο έτος 96 (6.%). Συνολικά στην περίοδο 960 005, το μέγεθος της παραοικονομίας αυξήθηκε κατά 88.73%. Τα αποτελέσματα αυτά συμφωνούν με αυτά που οι Georgiou και Syrichas παρουσίασαν στην εργασία τους το 99 εξετάζοντας την παραοικονομία της Κύπρου όπου βρήκαν το μέγεθος της παραοικονομίας να είναι το 8.8% του ΑΕΠ. Επίσης στην εργασία τους οι Fehi e al (006) εξετάζουν το μέγεθος της παραοικονομίας και της φοροδιαφυγής στην Κύπρο χρησιμοποιώντας νομισματικές και μη νομισματικές μεθόδους. Τ αποτελέσματά τους δείχνουν ότι οι διάφορες μέθοδοι δίνουν και διαφορετικά αποτελέσματα. Η νομισματική μέθοδος δείχνει ότι για τα έτη 000 και 003, η Κύπρος είχε τα υψηλότερα μεγέθη παραοικονομίας και φοροδιαφυγής, συμπέρασμα σύμφωνο με την παρούσα εργασία. Οι διαφορές σε σχέση με την εργασία των Fehi e al είναι ότι η παρούσα εργασία εφαρμόζει μόνο μία νομισματική μέθοδο, αυτή της ζήτησης του χρήματος. ABSTRACT The presen paper aemps o measure he hidden economy in Cyprus, using he mehod of demand currency (moneary mehod) following Braacharyya (990) model. In order o reach he desirable per capia income, he Hodrick and resco (980) filer was used, a mahemaical ool which is being used in macroeconomic heory, paricular in business cycles heory, o find ficiious daa using variaion and correlaion beween wo variables. The resuls of his research showed ha he size of hidden economy in Cyprus has increased by 88.73% for he period 960 005. ΑΝΑΦΟΡΕΣ Braacharyya, D.K., (990) An economeric mehod of esimaing he hidden economy Unied Kingdom (960-98): Esimaes and ess, The Economic Journal, Vol. 00, pp. 703 77. Cagan, h. (958) The demand for currency relaive o oal money supply, Journal of oliical Economy, Vol. 66, No., pp. 303 38. Dixon, Η. (999) Conroversy: On he use of he Hidden economy esimaes, The Economic Journal, Vol. 09, June, p. 335 337. Feige, E.L. (979) How big is he irregular economy?, Challenge, Vol., No. 5, pp. 5-3. - 78 -

Fehi, M. D., Fehi, S. and S.T. Kaircioglu (006) Esimaing he size of he Cyprio underground economy: A comparison wih European experience, Inernaional Journal of Manpower, Vol. 7, No. 6, pp. 55 53. Georgiou, G.M. and G. L. Syrichas (99) The underground economy: an overview and esimaes for Cyprus, Cyprus Journal of Economics, Vol. 7, No., pp. 5 3. Georgiou, G.M. (006) Measuring he size of he informal economy: a scepical review, Occasional apers in Economics, Economic Research Deparmen, Cenral Bank of Cyprus. Gumann,.M. (977) The suberranean economy, Financial Analysis Journal, Vol. 3, pp. 7. Hodrick, R. J. and E. resco (980) os-war U.S. business cycles: an empirical invesigaion, Working aper, Carnegie Mellon Universiy. Kaldor, N. (956) Indian ax reform: repor of a survey, Minisry of Finance, Governmen of India, New Delhi. Παυλόπουλος, Π. (987) Η παραοικονομία στην Ελλάδα: μια πρώτη ποσοτική οριοθέτηση, ΙΟΒΕ, Αθήνα. Tanzi, V. (98) The Underground Economy in he Unied Saes and Abroad, Lexingon: D.C. Heah. Tanzi, V. (983) The underground economy in he US: Annual esimaes 930 980, Saff apers, Vol. 30, No., pp. 83 305. Tanzi, V. (999) Uses and abuses of esimaes of he underground economy, The Economic Journal, Vol. 09, No. 56, pp. 338 30. Thomas, J. (999) Quanifying he black economy: Measuremen wihou heory ye again?, The Economic Journal, Vol. 09, No. 56, pp. 38 389. - 79 -